4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5 Mơ hình hồi quy Logit về xác suất chi trả cổ tức
Dịng tiền bất định có giải thích được xác suất của việc chi trả cổ tức hay không? Để trả lời câu hỏi này, tôi thực hiện hồi quy Logit để đánh giá tác động của dòng tiền
bất định cùng với 03 yếu tố quyết định của chính sách cổ tức đến xác suất chi trả cổ tức. Trong mơ hình hồi quy Logit này, biến phụ thuộc chi trả cổ tức bằng 1 đối với các cơng ty có chi trả cổ tức và bằng 0 đối với các công ty không chi trả cổ tức trong năm tài chính nghiên cứu, nhằm kiểm tra xem các công ty với một mức độ bất ổn trong dịng tiền cao là ít có khả năng để chi trả cổ tức hay không. Biến được sử dụng trong mơ hình hồi quy này là SRVOL đại diện cho dòng tiền bất định và 03 biến đại diện cho 03 yếu tố quyết định khác tác động đến chi trả cổ tức là vòng đời của doanh nghiệp (RE/TE); chi phí đại diện (OWN); cơ hội đầu tư (MBR). Ngồi ra tơi cịn đưa vào mơ hình 03 biến kiểm sốt là log(TA), ROA và CASH.
Dựa theo cách tiếp cận của Fama-MacBeth (1973) tơi thực hiện mơ hình hồi quy Logit theo từng năm. Từ kết quả hồi quy Logit của 04 năm tơi xác định hệ số hồi quy trung bình, giá trị t-statistics trung bình của từng biến độc lập, biến kiểm sốt của 04 mơ hình Logit, ‘# -‘ (‘# +‘) biểu hiện số lần hệ số hồi quy cùng dấu với dự đốn về sự tương quan đã trình bày tại bảng 3.1, ‘# sig’ cho thấy số lần hệ số tương quan cùng dấu với dự đốn và có ý nghĩa thống kê. Ave N là số lượng mẫu quan sát trung bình
Bảng 4.6: Trình bày kết quả hồi quy Logit về xác suất chi trả cổ tức
Ave N = 184.5; Pseudo R2 = 24.655
Năm
Intercept SRVOL RE/TE OWN MBR Log(TA) ROA CASH
Coef
(t-stat) (t-stat) Coef [# sig] # - Coef (t-stat) [# sig] # + Coef (t-stat) [# sig] # - Coef (t-stat) [# sig] # - Coef (t-stat) [# sig] # + Coef (t-stat) [# sig] # + Coef (t- stat) [# sig] # + 2010 7.153(2.09) ** -13.455(-2.02) ** [1] 1 (0.50) 1.537 [0] 1 (-0.36) -0.451 [0] 1 (-0.03) -0.018 [0] 1 (-1.48) -0.808 [0] 0 10.429(1.74) * [1] 1 (0.05) 0.179 [0] 1 2011 (0.76) 2.492 -27.673(-3.22) *** [1] 1 (1.23) 3.134 [0] 1 (0.41) 0.483 [0] 0 (-0.59) -0.411 [0] 1 (0.18) 0.092 [0] 1 12.271(2.07) ** [1] 1 (0.07) 0.219 [0] 1 2012 (-1.35) -3.475 -12.457(-2.40) ** [1] 1 (-0.86) -1.272 [0] 0 (-0.46) -0.425 [0] 1 (-0.90) -0.487 [0] 1 0.748(1.71) * [1] 1 18.261(3.60) *** [1] 1 10.860(3.05) *** [1] 1 2013 (-0.23) -0.531 -21.072(-4.75) *** [1] 1 (0.12) 0.088 [0] 1 (-1.00) -0.785 [0] 1 (0.83) 0.362 [0] 0 (1.31) 0.493 [0] 1 6.840(1.95) * [1] 1 (0.47) 0.873 [0] 1 Tổng # +/- [# sig] 4 [4] [0] 3 [0] 3 [0] 3 [1] 3 [4] 4 [1] 4 Coef (t-stat) trung (0.62) 1.410 -18.664 ** (-5.23) (0.92) 0.872 (-1.08) -0.294 -0.138 (-0.71) (0.38) 0.131 11.950 ** (5.01) (1.16) 3.033
Tính bất định của dịng tiền có tác động mạnh và thể hiện rõ mối quan hệ ngược chiều với xác suất chi trả cổ tức qua kết quả tại bảng 4.6 trên. Khi xét theo từng năm, hệ số hồi quy của SRVOL biến đại diện cho dòng tiền bất định đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê qua 04 năm. Đồng thời giá trị t-stat trung bình của SRVOL là -5.23, giá trị t-stat trung bình trên nhỏ hơn giá trị t-value tại mức ý nghĩa 5% (giá trị t-value tại mức ý nghĩa 5% là -3.18) tức là hệ số hồi quy trung bình của SRVOL cũng mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Qua đó cho thấy rằng các cơng ty khi đối diện với tính bất định trong dịng tiền cao sẽ có xác suất chi trả cổ tức thấp. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Chay và Suh (2009); Saeid Jabbarzadeh Kangarlouei, Morteza Motavassel, Asghar Azizi, Mahdi Sarbandi Farahani (2012).
Ba nhân tố chính cịn lại thì vịng đời của doanh nghiệp chưa cho kết quả rõ ràng về tác động cùng chiều đến xác suất chi trả cổ tức, chi phí đại diện và cơ hội đầu tư cũng đều chưa cho kết quả rõ ràng về tác động ngược chiều đến xác suất chi trả cổ tức vì qua kết quả nghiên cứu cho thấy khi xét theo từng năm hệ số hồi quy của ba nhân tố trên hầu như đều cùng dấu với dấu về mối tương quan đã dự dốn nhưng khơng có ý nghĩa thống kê, bên cạnh đó hệ số hồi quy trung bình qua 04 năm của ba nhân tố trên cũng đều khơng có ý nghĩa thống kê.
Đối với tác động của các biến kiểm soát đến xác suất chi trả cổ tức, kết quả tại bảng 4.6 cho thấy rằng ROA có tác động đến xác suất chi trả cổ tức, qua từng năm hệ số hồi quy của ROA đều mang dấu dương cùng với dấu về mối tương quan đã dự dốn và có ý nghĩa thống kê trong 04 cả năm và giá trị t-stat trung bình của ROA là 5.01, giá trị t-stat trung bình trên cao hơn giá trị t-value tại mức ý nghĩa 5% (giá trị t-value tại mức ý nghĩa 5% là 3.18) tức là hệ số hồi quy trung bình của ROA cũng mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Qua đó cho thấy rằng lợi nhuận hoạt động có tác động cùng chiều đến xác suất chi trả cổ tức, khi lợi nhuận hoạt động tăng các cơng ty có khả năng chi trả cổ tức cao hơn
Nhằm đánh giá ý nghĩa kinh tế trong ảnh hưởng của dòng tiền bất định lên xác suất chi trả cổ tức, tơi sử dụng ước tính ảnh hưởng biên (marginal effects) của SRVOL lên xác suất chi trả cổ tức. Kết quả cho thấy 10% tăng lên trong SRVOL được kỳ vọng làm giảm xác suất chi trả cổ tức là 17.87% trong năm 2010, giảm 28.39% trong năm 2011, giảm 17.61% trong năm 2012 và giảm 45.70% trong năm 2013 đối với các công ty tại thị trường Việt Nam.
Tóm lại xem xét một cách tổng quát, trong 04 nhân tố tác động đến chính sách chi trả cổ tức của các công ty trong mẫu nghiên cứu ở thị trường Việt Nam giai đoạn năm 2010-2013 thì dịng tiền bất định là nhân tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến xác suất chi trả cổ tức, kết hợp với kết quả nghiên cứu ở mơ hình Tobit trước, tính bất định trong dịng tiền là nhân tố quyết định quan trọng không chỉ đối với giá trị cổ tức được chi trả mà còn đối với xác suất chi trả cổ tức. 03 nhân tố còn lại là vịng đời của doanh nghiệp, chi phí đại diện và cơ hội đầu tư đều chưa thể hiện rõ ràng mối tương quan như đã dự đoán đến giá trị cổ tức được chi trả cũng như xác suất chi trả cổ tức.